贵农玉889制种播差期、行比、施肥量的优化配置研究

陈启武， 彭忠华

（1.贵州省遵义市农业委员会， 贵州 遵义564300； 2.贵州大学农学院， 贵阳550025）

如何在玉米种子生产中保证质量，获取高产对制种者尤为重要，必须综合考虑品种特性、播种时期、父母本合理的播差期，并在保证母本足够群体的条件下，根据父本花粉量确定行比，适时适量施肥，防治病虫害等，最大限度地提高制种产量。贵州中西部地区是贵州省的玉米主产区，随着玉米育种和栽培水平的不断提高，玉米的单产也在不断提高。在各种增产途径中，提高密度已成为一个行之有效的主要手段［1］。

运用回归正交设计进行多因素综合试验，可以得出不同因素不同水平组合的高产高效栽培措施，对研究特定品种的特征特性，不同区域不同田块类型的栽培措施，可以实现新品种良种良法配套，充分发挥优良品种的增产潜力［1］。为此，针对贵农玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的优化配置进行了研究，以此指导该类型品种在这一区域土壤肥力水平上获得高效能制种的最佳优化配置模式［1］。

1 材料与方法

1.1 试验地概况

田间试验于2011年4月上旬在贵州省贵阳市花溪区进行。试验地属亚热带高原季风气候区，平均海拔1 050m，年平均气温15.2℃左右，年均降雨量1 100 mm，供试土质为黄壤，肥力中等。

1.2 供试材料及试验方案

供试玉米品种来源于贵州大学彭忠华选育的贵农玉889父母本材料，共设3个试验因素，分别为播差期、行比、施肥量，在田间进行随机区组试验（参照表1）。

采用二次饱和D－最优设计310方案，x1为父母本不同播差期（上限为父本比母本早播4d，下限为母本比父本早播4d），x2为行比（上限1∶6，下限1∶3）；x3为施氮量（上限375kg／hm2，下限225kg／hm2）；所有处理 N∶P2O5∶K2O＝2∶1∶2。

表1 玉米栽培试验因素水平表试验设计方案

2 结果与分析

2.1 结 果

试验结果见表2。

表2 贵农玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的优化配置试验方案及折算结果数据

2.2 建立播差期、行比、施肥量对贵农玉889制种产量影响的数学模型

对表1各处理制种产量结果进行二次多项式回归分析，得播差期、行比、施肥量与制种产量（y＾）的三元二次回归方程［3］：

对回归方程进行显著性检验，得回归F值＝55 279.076 7＞Fa＝0.01（1，9）＝10 156，故差异极显著，说明所建立的回归方程关系显著，即此回归方程能反映实际情况［3］。

2.3 回归方程的解析

由于试验采用了无量纲编码，偏回归系数已经标准化，因此，系数的大小可以反映因素作用的大小及方向。由回归方程的一次项系数可以看出［3］：播差期、行比、施肥量对制种产量的影响为行比＞播差期＞施肥量，播差期、行比、施肥量对制种产量的影响表现出正效应。从交互项的系数看到：播差期与行比、行比与施肥量的相互作用对制种产量的影响为正效应，但是行比与施肥量的交互项为负值，说明其交互作用对制种产量产生了负影响。从平方项的系数可以看出：播差期、行比、施肥量的平方项系数均为负，说明播差期、行比、施肥量的效应方程是一个开口向下的二次曲线，在本研究范围内存在一个有利于贵农玉889制种产量的区域［3］。

行比平方项的系数大于其余2个因素，说明行比的变化量对制种产量的影响大于播差期和施肥量［3］。

2.4 主效应分析

将任意两因素的值固定在零水平时，可得恒定播差期、行比、施肥量条件下x1（播差期）、x2（行比）和x3（施肥量）与制种产量关系的方程式［3］。

将各编码值代入上述回归方程中可得，在播差期、行比、施肥量恒定时贵农玉889制种产量的变化情况（见图1）。

图1 制种产量主效应分析

从图1可以看出，施氮量在整个变化过程中，曲线变化比较平缓，说明施氮量对制种产量的影响不明显［3］。而播差期在编码值为－1～0.0水平区间内，曲线的斜率较大，且为正，说明播差期在该区间内，制种产量随播差期的增加而明显升高；当播差期的编码值在0.0～0.4水平区间时，曲线变化比较平缓，说明制种产量随播差期的增加而变化不明显［4］。当播差期的编码值超过0.4水平区间时，曲线的斜率又增大，且为负，说明制种产量随播差期的增加而明显下降。而行比在编码值为－1～－0.2水平区间内，曲线的斜率较大，且为正，说明行比在该区间内，制种产量随行比的增加而明显升高；当行比的编码值在－0.2～0.2水平区间时，曲线变化比较平缓，说明制种产量随行比的增加而变化不明显［4］。当行比的编码值超过0.2水平区间时，曲线的斜率又增大，且为负，说明制种产量随行比的增加而明显下降。对方程进一步分析可知，当x1编码值为0.43时，制种产量可达最高值；当x2编码值为0.54时，产量可达最高值；当x3编码值为0.06时，制种产量可达最高值，为18.018kg／40m2。

2.5 边际效应分析

由制种产量（y＾）的回归方程，分别求x1、x2和x3的偏导数，即可分别得到播差期、行比、施肥量的边际效应方程［5］：

将播差期、行比、施肥量作边际效应分析，在其它因素取零水平时，可作出播差期、行比、施肥量对制种产量影响的边际效应图（见图2）［3］。

图2 制种产量边际效应分析

从图2中可以看出：播差期、行比的边际效应变化幅度大于施氮量边际效应的变化，且随着三因素的逐渐增加，其边际效应逐渐下降。施氮量对制种产量的影响较其它二因素小。对方程进一步分析可知，当x1编码值为0.431 6（即父本比母本早播3d）、x2编码值为0.535 4（即行比为1∶5）、x3编码值为0.064 8（即施肥量为300kg／hm2）时，制种产量达到最高值，为18.018kg／40m2，这即是贵农玉889制种产量活性最高值的最佳组合［3］。

2.6 综合效应分析

分别固定其中一个因素为零水平时，可得恒定播差期、行比、施肥量条件下x1（播差期）、x2（行比）和x3（施肥量）与制种产量关系的方程式［3］。

把各编码值分别成对代入上述回归方程中可得在播差期、行比和施氮量恒定时制种产量随播差期、行比的变化情况［4］（见图3～图5）。

从图3、4、5可以看出，无论是播差期或行比或施肥量，在高水平或低水平条件下，对制种产量的影响相对较大，但在零水平左右，则相对影响较小，即对制种产量的影响表现出大—小—大的变化趋势。总之，从该试验可以看出，低播差期、行比、施肥量或高播差期、行比、施肥量对制种产量的影响都较大，而中等播差期、行比、施肥量对制种产量的影响较小［3］。

图3 播差期与行比互作效益分析

图4 播差期与施肥量互作效益分析

图5 行比与施肥量互作效益分析

3 小结与讨论

3.1 试验结果表明，播差期、行比、施肥量龄对贵农玉889制种产量的影响为行比＞播差期＞施肥量。交互作用的影响为播差期与行比＞播差期与施肥量＞行比与施肥量。随着播差期、行比、施肥量的增加，制种产量均表现出先增后降的抛物线趋势。即当播差期、行比、施肥量水平增加时，制种产量在增加；超出其一定的范围（编码值当x1超过0.431 6、x2超过0.535 4、x3超过0.064 8时），制种产量在下降。

3.2 在本试验条件下，提高制种产量的最佳组合为：父本比母本早播3d、父母本行比为1∶5、施肥量为300 kg／hm2时，这是贵农玉889制种产量最高值的最佳组合［3］。

3.3 试验研究了播差期、行比、施肥量对贵农玉889制种产量的影响进行研究，而其它类型品种、栽培方式、其制种产量的优化模式还有待深入研究。

［1］龙风，朱江洪，张罄芳，等.贵农玉889不同播期、种植密度及施氮量研究［J］.耕作与栽培，2013（2）：1－2.

［2］胡章凯，舒中兵，宋成孝，等.氮·磷·钾对红稗株高的影响［J］.安徽农业科学，2014，42（13）：3 969－3 970.

［3］舒中兵，张帆，樊宁，等.施氮量、密度和苗龄对稻田免耕油菜苗期硝酸还原酶活性的影响［J］.耕作与栽培，2008（6）：26.

［4］杨秀伟，舒中兵，段明禹，等.密度、播期对杂交糯玉米遵糯4号鲜穗产量的影响［J］.吉林农业，2015（3）：8.

［5］张帆，舒中兵，樊宁，等.施氮量、密度和苗龄对稻田免耕油菜苗期干物质积累的影响［J］.安徽农业科学，2009（1）：1.